资源禀赋、动态能力与经营绩效——基于浙江289个家庭农场的实证分析

何红光，魏艳辉

(浙江农林大学 暨阳学院，浙江 绍兴 311800)

0 引言

自2008年党的十七届三中全会报告首次提出将家庭农场作为农业规模经营主体以来，学术界掀起了一股对家庭农场的讨论与研究热潮，各地实践工作也如火如荼。据农业部和中国社会科学院发布的《中国家庭农场发展报告(2015年)》统计，全国已有超过87万户各类家庭农场，经营耕地面积达到1173.3万hm2，占全国承包耕地总面积的13.4%，其中，经农业部门认定的家庭农场超过34万户，平均经营规模达到10 hm2左右。《浙江省现代农业发展“十三五”规划》发布的资料显示：全省新型农业经营主体数量已达7.5万余家，其中家庭农场21436家，力争在“十三五”期间全省新型农业主体数量突破10万家。可见，家庭农场的健康发展是浙江乃至全国新型农业经营主体培育的重点，也是我国农业经济发展中不可或缺的新型力量，更是解决“三农”问题的突破口。

按照通常的解释，家庭农场是指以家庭成员为主要劳动力，从事农业规模化、集约化、商品化生产经营，并以农业收入为家庭主要收入来源的新型农业经营主体(杨成林，2014)[1]。一般而言，家庭农场因其分工水平低，对生产要素之间匹配的要求不高，而且劳动力与其他要素之间的互补性弱，学术界将其作为介于家庭与企业之间的一种特殊组织形态来进行分析。中国农村地区的家庭农场由于农村劳动力缺乏转移空间、农业机械化进程缓慢以及土地制度约束等因素而与工商企业的差别比较明显，因此，很少有文献从组织个体的微观视角对中国家庭农场的经营绩效进行研究，定量的实证研究更是稀缺。随着中国开放型经济机制和互联网经济的迅速发展，家庭农场事实上已经被纳入到现代市场经济体系之中，因此，家庭农场作为市场经营主体的企业化特征日趋明显，有必要从企业经营和企业经济的角度对家庭农场的经营机理进行深入研究。

本文尝试基于浙江省家庭农场经营的数据，探讨家庭农场经营绩效的影响因素，并以动态能力为中介变量，建立家庭农场的资源禀赋对经营绩效的影响机理模型。

1 文献综述与研究假设

关于家庭农场的文献颇多，2010年之前，其内容除了国际经验介绍、本土经验总结之外，集中在家庭农场的会计核算、经营模式、土地制度和规模化经营等主题，其研究方法主要是经验总结、简单思辨和逻辑推理；2010年之后，对家庭农场的研究主题开始触及形成机制、要素模型等理论层面，研究方法上也开始采用比较规范的案例研究和实证研究方法，出现了一些具有理论深度的文章。目前，整体而言，就像王敏琴等[2](2017)所指出的，明确针对家庭农场这一新型农业经营主体的理论性与政策性研究较多，而实证性的定量研究较为缺乏。

1.1 家庭农场的资源禀赋与经营绩效

近年来学术界开始关注影响家庭农场经营绩效的因素。郭熙保等[3](2015)运用经济学均衡理论对发达国家家庭农场规模变化的决定因素进行了理论与实证分析，发现经济发展水平、技术进步、制造业—农业工资比及劳动—资本价格比的提高是家庭农场规模不断扩大的主要决定因素。在对中国家庭农场经营绩效的研究中，汤文华[4](2013)、岳正华[5](2013)、苏昕[6](2014)、郭红东[7](2014)等发现家庭农场的发展状况受土地流转集聚难、农场主文化程度偏低、经营主体缺失、农业科技有效供给不足、农业信息化服务水平低、农业保险难、家庭农场融资困难、社会服务难等因素制约。这些研究的一个共同指向是资源禀赋已然成为制约家庭农场发展的重要因素。资源禀赋反映的是家庭农场所处的地理环境和所拥有的土地、劳动、资本、技术、信息等各种生产要素的丰缺程度。现有研究尚未对“资源禀赋如何制约家庭农场的经营绩效”以及“制约程度如何”等问题做出很好的解释。

在企业管理领域，一个基本的共识是企业的资源禀赋决定其经营绩效，现代企业的发展是人、财、物、技术、信息等各种资源的选择和组合的结果[8](2004)。Eckhardt[9](2003)、Colombo[10](2005)等均指出创业资源对创业绩效具有重要的影响作用，而余绍忠[11](2013)基于中国企业样本数据验证了创业资源对创业绩效的直接影响。苏晓华等[12](2010)的实证研究支持了管理资源、技术资源、资本资源和社会资源等要素有助于提升企业绩效的观点。随着资源禀赋理论在企业中研究的深入，国内外学者开始将资源禀赋理论用于农业经营主体的研究实践，郭云涛[13](2009)强调家庭农场的资本存量制约着其网络位置的获取能力，并直接影响其经济效益。于会娟等[14](2013)从社会资本、人力资本、资金资本、土地和劳动力等要素研究了专业合作社的产权安排和治理机制，强调要尊重社员要素禀赋和要素贡献差异进行有效的制度设计。

综上所述，资源禀赋是组织生存与发展过程中的关键性要素，对提升组织绩效具有直接的影响作用。在中国情境下，家庭农场作为一种新型的农业经营组织，其经营绩效也同样会受资源禀赋的影响。因此提出理论假设：H1：家庭农场的资源禀赋对其经营绩效具有正向影响。

1.2 家庭农场的资源禀赋与动态能力

作为一种特殊的企业组织，家庭农场不仅要拥有一定的资源禀赋，还要拥有对资源进行有效利用的动态能力。企业动态能力是为了适应不稳定的外部环境而对企业资源的获取、整合、组合和剥离的能力[15](2000)。林萍[16](2009)认为组织动态能力的目标是资源重构和转变，主要包括市场导向、组织学习、整合能力、组织柔性和风险防范能力5个方面的整合。基于此，家庭农场的动态能力主要是家庭农场主在经营过程中所具备的市场导向能力、学习创新能力、资源整合能力和风险控制能力。市场导向能力是家庭农场为适应市场环境变化，能敏锐感知顾客需求、竞争对手活动变化、技术与产品变化，并有效把握市场机会的能力；学习创新能力是农场主能围绕市场的变化不断获取经营需要的新技术、新思想，并能有效地应用于经营实践；资源整合能力是家庭农场在经营中能不断识别、获取、整合各类所需资源，协调农场上下游关系、农场内外部关系，从而有效完成农场经营活动的能力；风险控制能力体现在家庭农场经营决策方面能进行周密调查和方案设计，并对市场风险有合理的应急方案。

在企业中的资源禀赋与动态能力的关系已经被学界揭示地很清楚。Vargo等[17](2008)认为企业只有拥有人力资本的优势，才能识别和发展企业的核心能力、基本知识和相关技能；李巍等[18](2012)实证分析发现，企业社会资本对市场知识能力产生显著影响；赵慧[19](2014)认为在企业资源丰裕的条件下，能力将得到改善，进而实现企业价值。可见，动态能力的基础是资源禀赋的存量。对于家庭农场这种比较特殊的企业组织，也可以推测，家庭农场的资源禀赋存量越多，越易促进家庭农场主动态能力的形成。因此提出理论假设：H2：家庭农场的资源禀赋对其动态能力具有正向影响。

1.3 家庭农场的动态能力与经营绩效

现有文献显示，企业的动态能力有助于提升经营绩效，被视为企业获取持续竞争优势的源泉[20](2006)。陈国权等[21](2005)实证研究发现组织学习能力与组织绩效有紧密的正相关关系。徐二明等[22](2008)实证分析了知识转化能力会在很大程度上影响企业的绩效水平。对于家庭农场而言，虽然Dogliotti等[23](2014)认为家庭农场的可持续发展在于各种能力的协同创新，但目前尚缺乏专门针对家庭农场动态能力与经营绩效之间关系的实证研究文献。中国家庭农场已经被纳入到市场经济之中，面对激烈的市场竞争，家庭农场需要把握市场变化，精准识别、获取、整合与利用各种资源禀赋，并能正确制定经营战略，开展有效经营活动，这是提升其经营绩效的基本途径；而有效经营活动的开展都必须建立在动态能力的基础上。因此提出理论假设：H3：家庭农场的动态能力对其经营绩效具有正向影响。

1.4 中介效应与理论模型

在现有研究文献和地方实践中发现，我国家庭农场现阶段发展中存在投入冗余与产出不足的不协调现象[24](2014)，因此，在家庭农场的资源禀赋与经营绩效之间可能存在一定的中介效应。同时，易朝辉等[25](2018)研究发现家庭农场的机会能力和运营管理能力均对创业绩效有积极作用，且创业能力在创业拼凑与家庭农场创业绩效的关系中存在中介作用。结合前述，提出中介效应假设：将家庭农场的动态能力作为中介变量，即家庭农场资源禀赋的存量促进了动态能力的形成，进而引起经营绩效的提升。据此，形成本文的理论模型(图1)。

图1 研究的理论模型

2 研究方法

2.1 问卷设计

本文在有关家庭农场经营绩效影响因素相关文献回顾的基础上，结合20位家庭农场主的访谈汇总，参照浙江省家庭农场的发展实际，从人力资源、资金资源、地理环境资源和物质资源4个维度测量家庭农场经营的资源禀赋变量；从市场份额、销售收入、投资回报率和成长速度等方面测量家庭农场的经营绩效。关于动态能力的测量，鉴于学界对企业动态能力这一概念的理解与界定很混乱[26](2011)，而且对其测量一直没有达成一致的观点[20](2006)，根据贺小刚等[20](2006)针对中国企业情景所开发的包含5个维度、27个问项的动态能力量表，选取了4个题项来测量家庭农场的动态能力。

在预调查问卷设计问卷中尽可能使用了较为口语化的问卷语言，问卷中的每个测量项目均采用李克特七点尺度。课题组选择了浙江省的76家省级示范农场进行深入的预调研，根据预调研反馈的结果对调查问卷的各题项采用CITC分析和内部一致性信度分析并对测量项目进行了净化处理，在此基础上采用探索性因素分析进行量表的维度检验。最终形成本文研究的各潜变量及其观测变量(表1)。

表1 家庭农场经营绩效的影响变量构成

2.2 数据收集与分析

正式问卷调查始于2017年4月，历时8个月，调查对象为杭州、宁波、温州、嘉兴、绍兴等浙江11个地区的示范性家庭农场的农场主和高管。共发放问卷510份，回收问卷407份，问卷回收率达到79.8%，经过剔除有缺失值和存在明显倾向性问题的问卷，最终得到有效问卷289份。具体回收样本的结构及问卷区域分布如表2所示，同时，对相关变量的描述性统计分析如表3所示。

表2 样本结构及问卷区域分布

从表2来看，选择的示范性家庭农场，符合当前浙江家庭农场发展趋势及研究要求，且样本基本覆盖了浙江省各地区的各类家庭农场，其样本家庭农场具有较强的地区代表性和类型代表性，所调查的家庭农场数量也达到本文研究要求，因此，本文认为这289家家庭农场具有一定的代表性。

从表3的描述性统计分析来看，样本家庭农场对相关变量的评价均值得分均在5左右，且有一半变量超过5，仅C4(能有效的进行风险规避)的均值在4.05，这与调研样本为示范家庭农场有关，这些农场一般均发展较好。同时，从描述性统计分析中可以看出：这些示范性家庭农场均具有较好的资源禀赋(人力资源、资金资源和地理环境资源)，但在经营过程中的动态能力却具有较明显的不足(4个动态能力变量的均值均低于4.5)，其经营绩效与资源禀赋不相匹配。可见，如何突破家庭农场发展中的瓶颈是当下家庭农场发展中亟待解决的问题。

2.3 信度与效度检验

利用SPSS 20.0软件对问卷进行信度和效度检验。计算结果表明，21个观测变量的Cronbach’α系数为0.904，说明调查数据具有较好的信度。同时，分别对每个潜变量的信度分别进行检验，各潜变量的Cronbach’α系数均大于0.70(表4)，表明问卷总体也具有较高的内部一致性。

对建构效度的检验，进行KMO样本测度与巴特利特球体检验，各研究变量的KMO为0.887，大于临界值0.7，同时Bartlett球体检验值为3046.483，显著性水平为0.000，表明适合进行因子分析。采用主成分分析法并通过正交旋转处理进行因子分析发现，6个因子的方差累积解释量达到70.966%，大于临界值50%，表明测量具有较好的建构效度。最终得到的因子分析结果如表5所示。

表3 变量描述性统计分析

表4 潜变量的信度检验

表5 探索性因子分析结果

2.4 各构面CFA检验分析

根据前面的理论构建，资源禀赋用R1～R13共13个观察指标来测量，13个指标的不同结构维度分别组成了人力资源(F1)、资金资源(F2)、地理环境资源(F3)和物质资源(F4)4个构面，因此，运用结构方程模型，对资源禀赋做二阶验证性因子分析，对动态能力和经营绩效分别用4个观察指标来测量，并分别对其做一阶验证性因子分析，得到各构面的CFA检验结果如表6、表7所示。

从各构面的结构验证检验(表6)可知，资源禀赋、动态能力、经营绩效、人力资源、资金资源、地理环境资源和物质资源7个构面的负荷量均在0.58～0.93之间，且显著性P都小于0.001，其组成信度(CR)分别为0.77～0.90之间，平均变异数萃取量(AVE)在0.53～0.69之间，符合吴明隆[27](2009)及Fornell[28](1981)等的标准：因素负荷量大于0.5，组成信度大于0.6，平均变异数萃取量大于0.5，多元相关系数平方大于0.5。因此，7个构面结构验证符合要求。

从模型适配性检验的结果(表7)来看，卡方自由度比(X2/DF)均小于2.1，渐进残差均方和平方根(RMSE)均小于0.062，适配度指数(GFI)均大于0.95，调整后适配度指数(AGFI)均大于0.928，模型的拟合效果比较理想。

表6 构面的结构验证

表7 模型配适度指标

3 假设检验

运用结构方程模型(SEM)验证本文的假设，统计软件采用AMOS 21.0。利用Sobel Test检验动态能力的中介效应，SobelZ值为2.297，符合大于1.96的标准[29]，因此，动态能力对资源禀赋与经营绩效的关系起部分中介作用。通过修正指数调试，得到了影响家庭农场经营绩效的路径，其资源禀赋、动态能力和经营绩效之间的路径关系分别见图2和表8，其相关拟合指数，从模型的X2/DF值为1.399，GFI值为0.925，AGFI值为0.904，RMSEA值为0.037，这些拟合指数均符合理想要求，取得了模型预期的目标。

如表8所示，资源禀赋与经营绩效之间的正向关系显著(b=0.487，P<0.001)，资源禀赋与动态能力之间的正向关系显著(b=0.504，P<0.001)，动态能力与经营绩效之间的正向关系也显著(b=0.170，P<0.05)，说明包括中介效应在内的理论假设全部得到支持。同时，浙江省家庭农场的资源禀赋对经营绩效的直接贡献率为0.487，资源禀赋通过动态能力对经营绩效产生的中介效应为0.504×0.170=0.086，资源禀赋对经营绩效的总贡献率为0.573，中介效应占总效应(总贡献率)的比重是15%。这既说明了选取动态能力作为中介变量具有一定的合理性，又在一定程度上揭示了浙江省家庭农场的经营绩效更多依赖于“资源禀赋”，大部分家庭农场处于靠资源禀赋求经济效益的阶段，而对动态能力有所忽视。

图2 结构方程模型

路径关系对应假设路径系数S.E.C.R.P检验结果资源禀赋→经营绩效H10.4870.1315.378∗∗∗支持资源禀赋→动态能力H20.5040.1786.304∗∗∗支持动态能力→经营绩效H30.1700.0452.4420.015支持

4 结论与政策建议

本文通过对浙江省家庭农场的数据分析，证实了“资源禀赋—动态能力—经营绩效”三者间的路径关系，即家庭农场的资源禀赋对其动态能力和经营绩效均具有正向影响，家庭农场的动态能力对其经营绩效具有正向影响，而且动态能力在资源禀赋与经营绩效的作用关系中发挥着部分中介作用。研究还发现，家庭农场在经营上目前尚处于资源禀赋依赖阶段，存在着向动态能力驱动型发展的巨大空间。

本研究的管理启示：(1)家庭农场应该依托自身的资源禀赋优势，更好地强化资源禀赋对经营绩效的促进作用。(2)鉴于中国农村经济的现实情境特点，政府应在把握家庭农场资源需求的情况下，为家庭农场发展提供精准的服务和政策支持，优化资源禀赋配置，促进资源禀赋产出效率的提升。(3)家庭农场的经营管理模式要积极地从“资源禀赋依赖型”向“动态能力驱动型”进行转型发展。随着市场竞争的加剧，资源禀赋依赖型的经营模式必将制约家庭农场发展，而动态能力构建是突破目前“资源依赖”的关键路径，因此，家庭农场主在主动进行动态能力学习与建构的同时，政府和相关组织应进一步加大家庭农场的动态能力提升培训与必要的平台支持，使家庭农场能有效转型，健康持续发展。